Escala de Estilos Parentales Mops - Matalinares

Persona ISSN: 1560-6139 [email protected] Universidad de Lima Perú

Matalinares, María; Raymundo, Ornella; Baca, Deyvi Propiedades psicométricas de la Escala de Estilos Parentales (MOPS) Persona, núm. 17, enero-diciembre, 2014, pp. 95-121 Universidad de Lima Lima, Perú

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Propiedades psicométricas de la Escala de Estilos Parentales Parentales (MOPS) (MOPS) María Matalinares Ornella Raymundo Raymundo Deyvi Baca Universidad Nacional Nacional Mayor de San Marcos Recibido: 15 de mayo de d e 2014 2014 / Aprobado: A probado: 15 de junio de d e 2014 2014

Se analizó la validez y conabilidad de la Escala de Estilos Parentales Disfuncionales (MOPS, por sus siglas en inglés), inglés), de Parker, Roussos, Roussos, Hadzi Pavlovic, Mitchell, Mitchell, Wilhelm Wilhelm y Austin (1 (1997), 997), con baremos peruanos. La muestra muest ra estuvo conformada por 2 370 370 adolescentes adolescente s de 13 a 19 años (47 (47,6 % de género masculino, 52,4 52,4 % de género femenino), 56,5 56,5 % en e n edades edade s entre 15 y 16 años, que cursan el tercero (32 %), cuarto (34,2 %) y quinto (33,8 %) de secundaria de 14 ciudades representativas de la costa, sierra y selva del Perú. La escala mostró una conabilidad moderada de .87, en la subescala de estilos parentales del padre, así como se extrajo la conabilidad de .80 en la subescala de estilos parentales de la madre. En el análisis factorial exploratorio se obtuvieron 3 factores; indiferencia, abuso y sobreprotección. estilos parentales / disfuncionalidad / adolescentes / crianza

Psychometric properties of the Measure of Parental Style (MOPS) This objective of this study was to analyze the validity and reliability of the Measure of Parental Style (MOPS) scale created by Parker, Roussos, Hadzi Pavlovic, Mitchell, Mitchell, Wilhelm Wilhelm y Austin (1 (1997) 997) with Peruvian scales. The sample consisted of 2 370 adolescents between 13 and 19 years (47,6 males, 52,4 females), 56,5 % between 15 and 16 years, 32 % were enrolled in third year secondary secondar y schooling, 34 34 % in fourth, and 33,8 33,8 % in fth. The sample was drawn from fro m 14 14 cities of the different regions in Peru. Results showed that the instrument has moderate reliability of .87 in the subscale Father Parenting St yles, and reliability of .80 in the subscale Mother Parenting Styles. The Exploratory Factor Analysis identied 3 factors: indifference, indifference, abuse abu se and overprotection. parental styles / dysfunction / adolescents / parenting

Correo electrónico: [email protected] Persona 17, enero-diciembre del 2014, ISSN 1560-6139, pp. 95-121

María Matalinares, Ornella Raymundo, Deyvi Baca

El ser humano, al nacer, es aún inmaduro y requiere de constante asistencia por parte de sus cuidadores; además, presenta expectativas respecto respecto a las res puestas provenientes de sus guras gur as de

apego frente a sus necesidades básicas y afectivas. Estas interacciones conforman el desarrollo de representaciones cognitivas denominadas “modelos internos de funcionamiento” (Bowlby, 1969). Dichos modelos consisten en creencias organizadas que forman ex pectativas, percepciones, reacciones y conductas esenciales en la conguración de la forma en que opera el sistema de apego durante toda la vida, lo que constituye la base del estilo de apego de un individuo (Collins (Collins & Read, Rea d, 1990; Fraley & Shaver, 2000; Mikulincer & Shaver, 2007; citados en Bedoya, Be doya, 2012). 2012). El estilo parental es una constelación de actitudes acerca del niño, que le son comunicadas y que, en conjunto, crean un clima emocional en el que se ponen de maniesto los comportamien tos de los padres. Estos comportamientos incluyen tanto las conductas a través t ravés de las cuales los padres desarrollan sus propios deberes de paternidad patern idad (prácticas parentales) como cualquier otro tipo de comportamientos entre los que se encuentran los gestos, cambios en el tono de voz, expresiones espontáneas de afecto, etc. (Darling & Steinberg, 19933; citado en Estévez, Murgui, Musiti 199 & Moreno, 2008). La familia, por una parte, representa el eje central del ciclo vital; se trata 96

de una institución social fundamentada en relaciones afectivas, desde la cual el niño y el adolescente aprehenden los valores, creencias, normas y formas de conducta apropiadas para la sociedad a la que pertenecen. Este proceso tiene lugar en un ambiente o clima social que se dene como el ambiente percibido e

interpretado interpret ado por los miembros que integran una organización y que, a su vez, ejerce una importante inuencia en el

comportamiento de los integrantes de ese contexto, así como en su desarrollo social, físico, afectivo e intelectual (Sánchez-Queija, (Sánchez-Queija, 2007). Según las predicciones de Bowlby (1973), eventos vitales estresantes y traumáticos durante la infancia (pérdidas parentales, separación, dicultades de salud

física o mental, maltrato, etc.) conducirían a importantes cambios en las representaciones de apego. Existen numerosas investigaciones que señalan la estrecha relación existente entre la percepción de un clima positivo en estos contextos y el ajuste personal en la adolescencia, entendido este como un ajuste integral del individuo en los ámbitos emocional y conductual (Oliva, Parra & Sánchez, 2002; citado en Fourment, Four ment, 2009). 2009). En tal sentido, los estilos parentales son importantes, ya que el ser humano aprende las formas de vincularse a las personas que, a futuro, regirán en su interacción social. Sin embargo, así como se puede brindar brinda r vínculos de apego saludables, de cuidado y protección, también se pueden generar estilos pa-

Propiedades psicométricas de la Escala de Estilos Parentales (MOPS)

rentales disfuncionales que en el futuro producirán problemas en la interacción inter acción social del individuo; es más, se ha demostrado que los estilos parentales son predictores de enfermedades enfermed ades psiquiátricas. En efecto, la teoría de Bowlby (1977) explica que la educación anómala se maniesta cuando los padres fa llan en proporcionar el cuidado, por ser insensibles, manifestar menosprecio, rechazo, o bien por tener una sobreprotección o un u n control excesivos. excesivos. Estas actitudes y comportamientos paternales son considerados como predisponentes en un niño al desorden psiquiátrico, así como a interacciones disfuncionales sociales y/o y/o emocionales en la edad ed ad adulta adu lta (Parker et al., 1997). 1997). Parker, Tupling Tupling y Brown (1979 1979)) concon sideran que hay una signicativa aso ciación entre parentalidad disfuncional (padres poco afectuosos y sobreprotectores) y los trastornos psiquiátricos. Estos autores identicaron tres tipos

de vínculos parentales disfuncionales: indiferencia, abuso y sobreprotección. En el primer estilo, la indiferencia se caracteriza por la ausencia de exigencias y de cumplimiento de responsabilirespon sabilidades, falta de estructuración, control y apoyo.. Estos padres, generalmente, apoyo general mente, desvían sus responsabilidades paternas hacia otras guras gu ras como el colegio u otros otros

familiares; sus hijos presentan problemas de conducta, el ambiente familiar suele ser desorganizado y son altamente vulnerables vul nerables a la ruptura ruptu ra familiar (Stein(Stein ber, Blatt-Eisengart Blatt-Eisengart & Cauffman, 2006;

Raya, 2008). El abuso ―el segundo vínculo parental disfuncional― es un

patrón estricto de crian c rianza za en el que los padres imponen las reglas para sus hi jos, esperan una obediencia estricta y se se basan en el poder pode r que tienen como padres (Baumrind, 2005); por lo general, se generan castigos físicos y verbales. Finalmente, la sobreprotección se caracteriza por combinar bajo control y exigencia con poca sensibilidad hacia las necesidades de los hijos; muchas veces pueden ser crueles y no establecen normas, no se muestran rmes frente a

sus hijos, no esperan acciones maduras de sus hijos. La comunicación no es efectiva y suele suele ir en una u na sola dirección: del padre al hijo (Baumrind, 2005). Paker, Tupling y Brown, en 1979, crearon un instrumento para medir el apego basado en la teoría de Bowlby ( Parental Parental Bonding Instrument Instru ment , PBI ), ), el cual propone dos dimensiones: el cuidado y la protección. Este test evalúa la percepción que tienen los adultos de los cuidados brindados por sus padres en sus dieciséis primeros años. Así como esta escala, se puede apreciar en la tabla 1 los diferentes diferentes instrumentos instr umentos que miden el apego creados a lo largo del tiempo. El presente estudio se realizó con el objeto de proporcionar a los psicólogos logos peruanos peru anos una versión versión traducida, válida y conable de la Escala de Es tilos Parentales (MOPS, por sus siglas en inglés), propuesta por Paker, Roussos, Hadzi-Pav Had zi-Pavlovic, lovic, Mitchell, Wilhelm y Austin (1997). 97


Tabla 1 Principales instrumentos de evaluación del apego en adultos Escala

98

Número de ítems

Adult Attachment Attach ment Styles

1

Adult Attachment Attach ment Questionnaire Questio nnaire (AAQ)

17 13

Avoidant Attachment Attachm ent Questionnaire Questio nnaire for Adults (AAQA)

22

Adult Attachment Attach ment Scale (AAS) (A AS) y Revised Adult Attachment Scale (RAAS)

21 18

Attachment Attachme nt History Questionn Q uestionnaire aire (AHQ)

Ti po d e r el aci ón

Re f e r e n c i a

Relaciones Relacio nes íntimas Hazan y Shaver (1987) Pareja

Simpson (1990) Simpson, Rholes y Phillips (1996)

General

West y (1992)

Pareja

Collins Collin s y Read (1990) (1990) Collins (1996)

51

Pareja

Pottharst (199 0)

Attachment Attachme nt and Object Relations Rela tions Inventory (AORI)

75

Padres, compañeros, parejas y sí mismo

Buelow, McClain y McIntosh (1996)

Attachment Attachme nt Style Questionnair Que stionnaire e (ASQ)

40

Relaciones cercanas

Feeney, Noller y Hanrahan (1994)

Con Contin tinued ued Attac ttach hmen ment Scal Scale e (CAS) AS)

12

Padres dres

Berman, Heiss y Sperling (1994)

Client Attachment to Therapist Scale (CATS)

36

Terapeuta

Mallinckrodt, Gantt y Coble (1995)

Shlertdon-kellor

Experiences in Close Relationships (ECR) (ECR) y Experiences in Close Relationships Revised (ECR-R)

36

Pareja reja (o gene generral) al)

Brennan, Clark y Shaver (1998) Fraley y Shaver (2000)

Measure of Attachment Qualities (MAQ)

14

General

Car ver (1997)

Moth Mother er-F -Fat athe herr-Pee -Peerr Scal Scale e (MFP (MFPS S)

70

Padres y compañeros

Epstein (1983) (1983)

Maternal Separation Anxiety Scale (MSAS)

35

Niño

Hock, McBride y Gnezda (1989)

Parental Attachment Questionnaire (PAQ)

55

Padres (de adolescentes)

Kenny (1987) (1987)

Parents of Adolescents Separation Anxiety Anxiet y Scale (PASAS)

35

Adolescentes y niños

Hock, Eberly, Bartle-Haring, Ellwanger y Widaman (2001)


50

Padre adress

Parker, Tupling y Brown (1979) Paker, Roussos, HadziPavlovic, Mitchell, Wilhelm, y Austin (1997)

Reciprocal Attachment Questionnaire for Adults (RAQA)

15

Figura de apego más importante

West, Sheldon y Reiffer (1987) West y Sheldon Sheldo n (1988)

Relationship Questionnaire (RQ)

4

Pareja

Bartholomew y Horowitz (1991)

Relationship Scales Questionnaire (RSQ)

30

Pareja

Revised Inventory of Parental Attachment Attach ment (R-IPA)

30

Niños

Johnson, Ketring y Abshire (2003)

Vulnerable Vulnerable Attachment Style Questionnaire (VASQ)

23

Apoyo

Bifulco, Bifulc o, Mahon, Kwon, Moran y Jacobs (2003)

Paren arenti tin ng Bondi onding ng Instru strume ment nt (PB (PBI)

Grifn

y

Bartholomew

(1994)

Fuente: Bedoya (2012).

La importancia de este trabajo radica en que se puede medir el apego, con una orientación or ientación hacia la iden identicación ticación de

estilos parentales disfuncionales, tales como la indiferencia, el abuso y la sobre protecció protección, n, y asociar dichas dimensiones dimensiones a trastornos mentales. De esta manera, el MOPS puede ser utilizado de forma independiente del Parental Parental Bonding Bonding InsInstrument (PBI), lo que ofrece más alternativas para evaluar los estilos parentales percibidos. MÉTODOS

En la línea líne a de Sánchez y Reyes Reye s (2009), (2009), el presente presente estudio es de tipo tecnoló tecnológico, gico, ya que pretende aportar un instrumento válido para posteriores p osteriores investigaciones.

Participantes

La muestra estuvo conformada conformad a por 2 370 370 adolescentes de 13 a 19 años. La mayor parte de ellos (el 56,5 %) se encuentra en edades eda des entre 15 y 16 16 años, y cursan cur san el tercero (32 %), cuarto (34,2 %) y quinto (33,8 %) de secundaria de 14 ciudades representativas de la costa, sierra y selva del Perú: Tumbes, Trujillo, Lima, Tacna, Huánuco, Huancayo, Huanta, Huancavelica, Cusco, Cerro de Pasco, Huaraz, Bagua Grande, Moyobamba y Pucallpa. Asimismo, el 47,6 % fueron de género masculino masculi no y el 52,4 % de género femenino (ver anexo 1). Intrumento

Es el instrumento diseñado por Parker et al. (1997) para identicar los esti 99


los de crianza disfuncionales en los dieciséis primeros años de la vida de un adolescente y/o adulto. Los participantes evalúan cada ítem como una descripción, por separado, del comportamiento de su madre y de su padre pad re hacia ellos en sus dieciséis diecisé is primeros años. Esta escala deviene del Parental Parenta l Bonding Instru Inst rument ment (PBI), que mide el cuidado y la protección; los autores crearon el MOPS ( Measure Measu re of Dysfunctional Parenting Style) con la nalidad de renar la medida de los

estilos parentales. Este Este instrumento instr umento incluye tres escalas: indiferencia, abuso y sobrecontrol (ver anexo 7). La prue ba obtuvo la consistencia consiste ncia intern inte rnaa de .829 en la dimensión de estilos parentales del padre, mientras que la consistencia interna de la dimensión de los estilos parentales de la madre fue de .781, ambas aceptables y conables,

ya que dichos datos fueron obtenidos por los autores autore s originales; origi nales; con el presente estudio se brinda una estandarización nacional del instrumento. La teoría que sostiene el MOPS está basada en Bowlby (1977, citado por Melis, Dávila, Ormeño, Vera, Greppi & Gloger, 2001), quien señala que la educación anómala es aquella donde los padres pad res fallan falla n en proporciona prop orcionarr el cuidado, por ser insensibles, menospreciar, rechazar y sobreproteger de forma excesiva. Estas actitudes y comportamientos paternales son considerados como factores de una predisposición en un niño al desorden psiquiátrico,

100

así como a interacciones disfuncionales sociales y/o y/o emocionales en la edad eda d adulta (Parker ( Parker et al., 1997). 1997). R ESULTADOS ESULTADOS Análisis de fiabilidad

La Escala de Estilos Parentales (MOPS) es una prueba con alternativas múlti ples de tipo Likert; por tanto, se consideró apropiado utilizar un análisis de consistencia interna a través del coeciente alfa de Cronbach (Kerlinger & Lee, 2002). La prueba mencionada está compuesta por dos subescalas: estilos parentales del padre y estilos parentales de la madre, por lo que realizó un análisis de abilidad por cada escala.

Con relación a los estilos parentales del padre, se obtuvo un alfa de Cronbach que oscila entre .766 y .851, lo que estaría indicando un nivel entre bajo y moderado de consistencia interna inter na (Murphy (Mur phy & Davishofer, Davishofer, citado citado en Hogan, 2004) 200 4).. En la tabla 2, se observa en la gran mayoría de ítems correlaciones ítemstest por encima de .200, con la excepción del ítem 1. Por tanto, se estaría indicando que la gran g ran mayoría de ellos poseen posee n índices índic es de discrim disc rimina inación ción acepace ptables (Ary, Jacobs & Razavieh, 1990; citado en Aliaga et al., 2006). El ítem 1 posee un índice de discriminación bajo, por lo que se procede pr ocede a elimin eli minararlo, lo cual incrementa increment a sensiblemente el alfa de Cronbach (ver anexo 1).


Tabla 2 Correlaciones ítems-test de la subescala de estilos parentales del padre Ít ems

S u b e sc a l a t o t al

Ítem 1

Región natural Costa

Si e r r a

S el v a

.007

.032

–.009

.007

Ítem 2

.507

.435

.5 49

.4 48

Ítem 3

. 29 4

.242

. 330

.197

Ítem 4

.5 63

.514

.620

.469

Ítem 5

.5 89

.597

.615

.526

Ítem 6

.511

.462

.583

.413

Ítem 7

.415

.401

.471

.255

Ítem 8

.39 8

.371

.4 49

.273

Ítem 9

.582

.498

.624

.480

Ítem 10

.635

.553

.674

.5 83

Ítem 11

.467

.40 6

.491

. 4 67

Ítem 12

.528

.531

.532

.511

Ítem 13

.528

.5 48

.5 48

.4 44

Ítem 14

.465

.471

.48 0

.373

Ítem 15

.59 9

.515

.632

.552

Alfa de Cronbach

. 82 9

. 8 03

.851

.766

Con respecto a la subescala de estilos parentales de la madre se halló un alfa de Cronbach que oscila entre .738 y .804, lo que estaría indicando un nive n ivell entre bajo y moderado de consistencia interna (Murphy & Davishofer, citado en Hogan, 2004). 20 04). Se observa en la tabla 3 similares correlaciones ítems-test que en la subescala de estilos parentales del padre, donde la mayor parte de los ítems poseen correlaciones por encima de .200, con la excepción del ítem 1. Por lo tan-

to, de igual modo se estaría indicando que la gran mayoría de los ítems poseen índices de discriminación aceptables. Asimismo, se procede a eliminar el ítem 1 por sus bajos índices de discriminación (ver anexo 1). Después de la eliminación del ítem 1, se realizó un segundo análisis de la conabilidad con los 14 14 ítems restantes. resta ntes.

En él se encontró un alfa de Cronbach para la subescala de estilos parentales del padre de .853, mientras que para la subescala de estilos parentales de la

101 101


Tabla 3 Correlaciones ítems-test de la subescala de estilos parentales de la madre Ít ems

S u b e sc a l a t o t a l

Ítem 1

Costa

Si e r r a

S el va

.0 63

.021

.0 69

.090

Ítem 2

.4 48

.40 9

.471

.40 4

Ítem 3

.277

. 262

.289

.216

Ítem 4

.467

.46 0

.492

.452

Ítem 5

.511

.472

.523

.511

Ítem 6

.495

.478

.538

.408

Ítem 7

.332

. 32 6

.371

. 26 4

Ítem 8

.319

. 223

.370

.273

Ítem 9

.5 89

.515

.629

.53 4

Ítem 10

.4 48

.48 9

.415

.489

Ítem 11

.40 6

.291

.450

.356

Ítem 12

.402

.43 6

.373

.4 45

Ítem 13

.441

.382

.486

. 385

Ítem 14

.439

.36 0

.472

.358

Ítem 15

.551

.420

.60 6

.501

Alfa de Cronbach

.781

.738

.804

.741

madre fue .804; en ambos casos, alcanzaron un nivel moderado de consistencia interna. Cabe destacar que el procedimiento de análisis de conabilidad

es previo al análisis de validez (Celina & Campo, 2005), lo que permite para el presente estudio la depuración de un ítem en cada subescala de la Escala de Estilos Parentales.

102

Región natural

Evidencias de validez A n de aportar evidencias de la vali -

dez de la Escala de Estilos Parentales (MOPS) en sus dos subescalas (padre y madre), se partió del marco teórico postulad post uladoo por p or Parker Pa rker et al. a l. (1997), que plantea la existenc ex istencia ia de tres tre s dimen d imensiosiones: indiferencia, abuso y sobreprotección. Por tanto, se procedió a realizar


índice de ajuste comparativo de Bentler (CFI, Comparative Fit Index). De acuerdo con Hooper, Coughlan y Mullen (2008), se considera un buen ajuste cuando el nivel de signicación del va lor chi-cuadrado es superior al 0.05, el valor del índice de ajuste normado del chi-cuadrado oscila entre 2.0 y 5.0, el RMSEA es inferior in ferior a 0.07 y los valores NFI y CFI con superiores al 0.95. 0.95. Por lo mencionado, se observa en la tabla 4 que todos los índices de bondad de ajuste resultan ser insatisfactorios en ambas subescalas (padre y madre); por ello, el modelo de tres factores planteado por Parker et al. (1997) resulta ina propiado para el conjunto conjunto de 14 14 ítems.

un análisis factorial conrmatorio; sin

embargo, en caso de que no se reproduzca el modelo teórico previo, se procederá a realizar un análisis factorial exploratorio. Análisis factorial confirmatorio

Se usó la técnica multivariante modelo de ecuaciones estructurales por medio del programa EQS (Bentler, 2006), con el n de establecer la varianza de

las variables latentes en 1.0 y de los términos de error especicados como

parámetros parámet ros libres. Se empleó el método robusto, debido a que la muestra no poseía una distribución normal, p < 0.05 (ver anexo 3). Se utilizaron los siguientes indicadores de bondad de ajus2 te: (1) chi-cuadrado ( X X ); (2) índice de 2 ajuste normado del chi-cuadrado ( X X / df , relative/normed chi-square); (3) raíz cuadrada media de error de aproxima RMSEA, Root Mean Square Error ción ( RMSEA, Root of Approximation); (4) índice de ajuste normado (NFI, Normed-Fit Index); (5)

Análisis factorial exploratorio El análisis factorial conrmatorio re -

chazó la hipótesis teórica donde se arma que los 14 ítems se agrupan en

tres factores, planteada por p or Parker et al. (1997). En ese sentido, se buscó a través de un análisis factorial exploratorio el

Tabla 4 Índices de ajuste del análisis factorial fac torial conrmatorio (modelo de tres factores) Chi-cuadrado (X 2 )

Df

X 2 /df

RMSEA

N FI

CFI

Subescala: Padre

2,545.0493**

77

3 3. 0 5

0.116

0.489

0.496

Subescala: Madre

950.887**

74

12.35

0.071

0.766

0.779

** p < 0.01

103


Tabla 5 Estimadores para el uso del análisis factorial exploratorio Determinante

Medida de adecuación de muestreo KMO

Test de esfericidad de Bartlet

Subescala: Padre

.015

.918

9,942. 278**

Subescala: Madre

.0 40

.878

7,592.001**

** p < .01 Elaboración propia.

Tabla 6 Estructura factorial de la Escala de Estilos Parentales Subescala Subescala de estilos estilos parentales parentales del padre Subescala Subescala de estilos parentales parentales de la la madre Ítems Abuso Sobr Sobrepr eprot otec ecci ción ón Indi Indife fere renc ncia ia Í te ms A b u so Sobre Sobrepr prot otecc ecció iónn Indi Indifer feren enci ciaa 2

.629

2

3

.665

3

4

.593

4

.619

5

.3 6 6

5

.704

6 7

.33 4

7 .813

.63 4 . 209

8

.787

9

.60 6

9

.505

10

.355

10

.719

11

.331

11

.250

12

.224

12

.3 08

13

.737

13

.80 4

14

.387

14

.420

15

.429

mejor modelo explicativo de la Escala de Estilos Parentales. Para considerar lo apropiado del análisis factorial exploratorio, se analizó el valor del determinante, la medida de adecuación de muestreo KMO y el 104

.711

6

.526

8

.430

15

.48 0

test de esfericidad de Bartlet. Como se aprecia en la tabla 5, para ambas subescalas el determinante determ inante se aproxima a 0.0, la medida de adecuación de muestreo KMO es próxima a 1.0, 1.0, y el test de esfericidad de Bartlet es muy signicativo.


Tabla 7 Correlaciones entre la subescala de estilos parentales parenta les del padre y sus factores

Subescala de estilos parentales del padre

Abuso

Sobreprotección

Subescala de estilos parentales del padre

Abuso

S o b r e p r o t e cc i ó n

Indiferencia

1.0 00

.89 0* *

.746**

.703**

Sig. (bilateral)

.00 0

.000

.0 00

d de Cohen

2.8

2.2

2

Rho

1,0 00

.5 50* *

.405**

Sig. (bilateral)

.000

.0 00

d de Cohen

1.5

0. 9

Rho

1.0 00

.501**

Rho

Sig. (bilateral)

.0 0 0

d de Cohen

1.2

**La correlación es signicativa al nivel 0.01 (bilateral). (bilateral).

Con lo anterior se procedió a realizar el análisis factorial exploratorio aplicándose la técnica de los componentes principales y con rotación varimax. En el análisis factorial exploratorio de ejes principales, se empleó el método de extracción de factores que expliquen aproximadamente el 50 % de la varianza total. De esta manera, se encontró el modelo más apropiado de tres factores que explicaron en la subescala del padre el 53,819 % y en la subescala de la madre el 49,260 % (ver anexo 2). A su vez, el método de rotación fue ortogonal de tipo varimax. Finalmente, se obtuvo una estructura factorial de la Escala de Estilos Parenta-

les para la muestra peruana, que aparece en la tabla 6. Allí se indican los factores con sus ítems correspondientes y las saturaciones o cargas de estos. Estas saturaciones, por ser en casi todos los casos de .50 o más, propician la clara denición den ición

e interpretación de los factores (Comrey, 1985; citado en Aliaga et al., 2006). Posteriormente, se realizó un análisis de la correlación entre cada subescala de estilos parentales del padre y de la madre, con los tres factores obtenidos, mediante la prueb pruebaa no param paramétri étrica ca rho rho de Spearm Spearman. an. Se observa, en la tabla 7, correlaciones directas, altas y muy signicativas entre la

subescala de estilos parentales del padre y sus factores. De igual modo, se aprecia

105


Tabla 8 Correlaciones entre la subescala de estilos parentales parenta les de la madre y sus factores Subescala de estilos parentales de la madre

Abuso

1.0 00

.747* *

. 8 4 3* *

.606**

.00 0

.000

.000

2. 2

2.6

1.5

1.0 00

.49 9* *

.374**

Sig. (bilateral)

.000

.0 0 0

d de Cohen

1.1

0.8

Rho

1,000

.242**

Rho Subescala de estilos parentales Sig. (bilateral) de la madre d de Cohen Rho Abuso

Sobreprotección

Sobre breprotec tección Ind Indifer ferencia

Sig. (bilateral)

,0 00

d de Cohen

0.5

**La correlación es signicativa al nivel .01 (bilateral). (bilateral).

correlaciones directas, altas y muy signi-

cativas entre los diferentes factores. Del mismo modo, se aprecia, en la tabla 8, correlaciones directas, altas y muy signicativas entre la subescala

de estilos parentales de la madre y sus factores. Asimismo, se obtuvo correlaciones directas, directas , medias y muy signi signica cativas entre los factores de la subescala de estilos parentales de la madre.

ciones equivalentes corresponden a los baremos baremos normativ normativos os en percenti percentiles les (Pc) (Pc); las tablas se han distribuido de acuerdo a cada subescala por región geográca:

costa, sierra y selva, con el objetivo de brindar perles perles diferen diferencia ciales les que no estén estén

afectados por factores sociales y culturales. Cabe señalar que en las comparaciones según sexo y región geográca solo se detectó diferencias signicativas según la región geográca (ver anexo 4), por lo que

se hace conveniente el uso diferencial de Elaboración de baremos

Los baremos presentados en el anexo 5 han sido elaborados en puntuaciones equivalentes de tipo percentilar, con base en el puntaje directo inicial. Estas puntua106

baremos baremos por región región geográc geográca. a.

DISCUSIÓN DE

RESULTADOS

El presente estudio fue desarrollado en una muestra total de 2 370 adolescen-


tes de 14 ciudades representativas de Perú, con edades entre 13 a 19 años. Los resultados obtenidos validan las propiedades psicométricas de abilidad

con un alfa de Cronbach de la subescala de estilos parentales del padre de .853 y en la subescala de estilos parentales de la madre con .804, de la Escala de Estilos Parentales (MOPS) de Parker et al. (1997) en nuestro medio. La escala original se encuentra en inglés; sin embargo, se elaboró una adaptación lingüística para nuestro medio: se tradujo al español y se eliminó el primer ítem de la escala, por lo que quedaron en e n total 14 ítems. En el proceso de análisis de los datos se procedió, en un primer momento, a realizar un análisis factorial conrmatorio; sin embargo, este resultó insatisfactorio, debido a que no se reprodujo el modelo de los tres factores propuesto por Paker et al. (1997), denidos como indiferencia, abuso y sobreprotección, los cuales son considerados por los autores como estilos parentales disfuncionales. En un segundo momento, se procedió a realizar un análisis factorial exploratorio, mediante el cual se logró reproducir los tres factores en la Escala de Estilos Parentales Disfuncionales (MOPS). No obstante, obsta nte, los tres tre s factores factor es obtenidos dieren en la reagrupación de

algunos ítems, sobre todo en la distri bución de los ítems en las subescalas subesc alas propuestas propue stas por los autores autore s Paker et al. (1997); los ítems dieren según las

guras parentales (padre, madre). Di-

chas diferencias responden a factores contextuales y de género, ya que tras lo analizado se apreció que ítems que en la subescala de estilos parentales disfuncionales de la madre miden la sobreprotección, en la subescala de estilos parentales disfuncionales del padre miden el abuso, tal es el caso del ítem “Me controlaba demasiado”. Las variaciones entre las subescalas según las diferencia de género responderían a que los cuidados de excesivo control por parte de la gura gur a paterna son perci bidos en los adolescentes como abuso, mas no como sobreprotección. Dichas diferencias estarían relacionadas con factores culturales cultu rales y roles sociales sociales existentes en nuestro país. CONCLUSIONES

1. La Escala de Estilos Parentales Disfuncionales (MOPS) ha demostrado conabilidad en la medición

por los métodos métodos de consistenc consistencia ia interinterna por la fórmula de Cronbach y por el método de correlación ítem-test. 2. En el análisis factorial exploratorio se obtuvieron tres factores: indiferencia, abuso y sobreprotección, los cuales coinciden con la teoría subyacente a la prueba: indiferencia, abuso y sobreprotección. 3. En síntesis, síntesis, la prueba tiene validez y conabilidad estadística, lo que hace

posible su empleo en estudiantes de secundaria del Perú.

107 107


R EFERENCIAS EFERENCIAS

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109


ANEXO 1

Tabla 9 Estadísticos ítems-test de la subescala de estilos parentales del padre

110

Media de la escala si se elimina el elemento

Varianza de la escala si se elimina el elemento

Correlación elemento-total corregida

Alfa de Cronbach si se elimina el elemento

Ítem 1

8.19

45.098

.0 07

.853

Ítem 2

9. 23

41.404

.50 8

.816

Ítem 3

8.32

41.601

. 29 4

.831

Ítem 4

9.26

40.649

.563

.813

Ítem 5

9.23

40.364

.588

.811

Ítem 6

9.01

40.766

.511

.815

Ítem 7

8.85

40.707

.415

.821

Ítem 8

8.91

40.200

.398

.823

Ítem 9

9.24

40.381

.585

.812

Ítem 10

9.33

40.593

.635

.810

Ítem 11

8.73

39.658

.467

.818

Ítem 12

9.26

40.558

.528

.814

Ítem 13

9.04

38.875

.528

.813

Ítem 14

9.39

41.858

.465

.819

Ítem 15

9.11

3 9. 4 6 4

.599

.8 0 9


Tabla 10 Estadísticos ítems-test de la subescala de estilos parentales de la madre Media de la escala si se elimina el elemento

Varianza de la escala si se elimina el elemento

Correlación elemento-total corregida

Alfa de Cronbach si se elimina el elemento

Ítem 1

7.90

34.106

.0 63

.80 4

Ítem 2

9.28

31.910

.4 48

.765

Ítem 3

8.18

31.855

. 277

.781

Ítem 4

9. 3 3

31.707

.467

.76 4

Ítem 5

9.42

32.007

.511

.762

Ítem 6

9.00

30.733

.495

.760

Ítem 7

8.9 4

31.749

.332

.775

Ítem 8

9.01

31.127

.319

.778

Ítem 9

9.40

31.151

.5 89

.756

Ítem 10

9.51

32.716

.4 48

.767

Ítem 11

8.9 0

30.984

.40 6

.768

Ítem 12

9.52

33.031

.402

.770

Ítem 13

9. 26

30.70 6

.441

.76 4

Ítem 14

9.53

32.665

.439

.767

Ítem 15

9.28

30.822

.551

.756

111


ANEXO 2

Tabla 11 Varianza total explicada de la subescala de estilos parentales parentale s del padre con 14 ítems Autovalores iniciales

Sumas de las saturaciones al cuadrado de la extracción

Suma de las saturaciones al cuadrado de la rotación

Factor Total

% de la varianza

% acumulado

Total

% de la varianza

1

5.217

37.26 4

37.26 4

5.217

37.264

37.26 4

2

1.279

9.132

4 6.39 6

1.279

9.132

3

1.0 42

7.4 46

53.8 42

1.0 42

7.446

4

.8 0 6

5.756

59.598

5

.776

5.5 46

65.144

6

.725

5.180

70.324

7

.692

4.942

75.266

8

.59 9

4.277

79.5 44

9

.5 6 0

3.9 9 9

8 3.5 4 3

10

.528

3.770

87.313

11

.48 9

3.495

9 0.808

12

.470

3.35 4

9 4.162

13

.412

2.9 42

97.10 4

14

.40 5

2.8 9 6

100.00 0

Método de extracción: análisis de componentes principales.

112

% Total acumulado

% de la varianza

% acumulado

2.937

20.978

20.978

4 6.39 6

2.899

20 2 0.709

41.687

53.8 42

1.702

12.155

53.8 42


ANEXO 3

Tabla 12 Varianza total explicada de la subescala de estilos parentales de la madre con 14 ítems Autovalores iniciales

Sumas de las saturaciones Suma de las saturaciones al al cuadrado de la extracción cuadrado de la rotación

Factor Total

% de la varianza

% acumulado

Total

% de la varianza

% Total acumulado

% de la varianza

% acumulado

1

4.397

31.409

31.409

4.397

31.409

31.409

2.786

19.897

19.897

2

1.3 46

9.616

41.025

1.3 46

9.616

41.025

2.262

16.157

3 6 .0 5 4

3

1.153

8 .23 5

49.260

1.153

8. 235

49.260

1.8 49

13.206

49.260

4

.9 6 3

6.878

56.137

5

.837

5.977

62.114

6

.795

5.678

67.792

7

.761

5.433

73.225

8

.6 4 4

4.598

77.823

9

.581

4.150

81.973

10

.55 6

3.974

85.9 47

11

.527

3.766

89.713

12

.50 5

3.610

93.323

13

.46 9

3.351

9 6.674

14

.466

3.326

100.00 0

Método de extracción: análisis de componentes principales.

113


ANEXO 4

Tabla 13 Normalidad de los 14 ítems de la subescala de estilos parentales del padre Parámetros Ítems

Media

Desviación Estándar

Kolmogorov-Smirnov Z

Ítem 2

.42

.677

19.327**

Ítem 3

1.33

.982

12.561**

Ítem 4

.39

.714

20.413**

Ítem 5

.42

.722

19.965**

Ítem 6

.64

.758

14.366* *

Ítem 7

.80

.9 0 0

12.971**

Ítem 8

.74

1.006

15.987**

Ítem 9

.41

.723

20.410**

Ítem 10

.32

.651

21.779**

Ítem 11

.92

.9 6 8

12.670**

Ítem 12

.39

.764

21.370**

Ítem 13

.61

.979

18.941**

Ítem 14

.26

.662

23.667**

Ítem 15

.5 4

.818

17.867**

** p < .01

114


Tabla 14 Normalidad de los 14 ítems de la subescala de estilos parentales de la madre Parámetros Ítems

Media

Desviación Estándar

Kolmogorov-Smirnov Z

Ítem 2

.47

.703

18.638**

Ítem 3

1.57

.997

12.723**

Ítem 4

.42

.713

19.815* *

Ítem 5

.33

.618

21.241**

Ítem 6

.74

.828

13.601* *

Ítem 7

.81

.9 06

12.907* *

Ítem 8

.74

1.049

17.094**

Ítem 9

.35

.665

21.516* *

Ítem 10

.24

.570

23.367**

Ítem 11

.8 4

.916

12.285* *

Ítem 12

.22

.5 6 6

23.692**

Ítem 13

.49

.907

20.764**

Ítem 14

.21

. 589

24.049* *

Ítem 15

.47

.749

18.857**

** p < .01

115


ANEXO 5

Tabla 15 Prueba de U de Mann-Whitney para estimar si existen diferencias de las variables. variable s. Estilos parentales y adicción a la internet según sexo Variable Estilos parentales del padre

Gr up o

N

Rango promedio

Masculino

1127

1193.78

Femenino

1243

1177.04

Masculino

1127

1193.12

Indiferencia Femenino

1243

1178.59

Masculino

1127

1217.81

Abuso Femenino

1243

1155.28

Masculino

1127

1192.27

Sobreprotección

Estilos parentales de la madre

Femenino

1243

1179.36

Masculino

1127

1159.19

Femenino

1243

1209.35

Masculino

1127

1167.88

Indiferencia Femenino

1243

1201.48

M a sc u l i n o

1127

1171.76

Abuso Femenino

1243

1197.96

M a sc u l i n o

1127

1159.15

Sobreprotección Femenino * p < .05

116

1243

1209.39

U de MannWhitney

Z

Delta de Cliff

689.920

– 0. 5 9 6

0.01

691.847

– 0.521

0.01

662.861

– 2. 2 5 9 *

0.05

692.805

– 0.463

0.01

670.785

–1.786

0.04

680.568

–1.209

0.02

684.946

– 0.948

0.02

670.730

–1.801

0.04


ANEXO 6

Tabla 16 Prueba de Kruskal-Wallis de muestras independientes indep endientes para estimar si existen diferencias de las subescalas de estilos est ilos parentales del padre y de la madre, según región geográca Variable Estilos parentales del padre

Indiferencia

Abuso

Sobreprotección

Estilos parentales de la madre

Indiferencia

Abuso

Sobreprotección

G ru po

N

Rango promedio

C os t a

6 62

1077.24

S i er r a

1216

1271.44

Selva

49 2

1116.21

C os t a

6 62

1090.15

S i er r a

1216

1256.81

Selva

49 2

1137.54

C os t a

6 62

1080.47

S i er r a

1216

1287.55

Selva

49 2

1071.97

C os t a

6 62

1105.97

S i er r a

1216

1253.42

Selva

49 2

1124.64

C os t a

6 62

1095.36

S i er r a

1216

1266.55

Selva

49 2

110 6.46

C os t a

6 62

1039.72

S i er r a

1216

1282.27

Selva

49 2

1142.49

C os t a

6 62

1150.88

S i er r a

1216

1242.18

Selva

49 2

1091.99

C os t a

6 62

1182.65

S i er r a

1216

1217.38

Selva

49 2

1110.5 4

Chicuadrado

gl

Delta de Cliff

40.976**

2

0.13

29.067**

2

0.11

58.0 61**

2

0.16

25.317**

2

0.10

3 5 . 25 9 * *

2

0.12

57.706**

2

0.16

19.933**

2

0.09

8.711*

2

0.06

* p < .05, ** p < .01

117


ANEXO 7 Tabla 17 Baremos generales de la Escala de Estilos Parentales

Percentiles

Puntajes directos: subescala de los estilos parentales de la madre

Categoría diagnóstica

Ab

So

In

ET

Ab

So

In

ET

99

14 -21

6

13 -15

25 2 5 - 42

12-18

7- 9

11-15

28 - 42

Alto

95

11-13

4 -5

9 -12

21-24

8 -11

-- -

8 -10

22-27

Alto

90

8 -10

3

7- 8

16 -20

7

6

6 -7

16 -21

Alto

85

7

- --

6

14 -15

55-6

5

5

13 -15

M e di o

80

-- -

- --

5

12-13

- --

-- -

-- -

11-12

M e di o

75

6

- --

- --

11

4

4

4

10

M e di o

70

---

2

4

10

- --

-- -

---

9

M e di o

65

5

- --

---

9

3

---

3

- --

M e di o

60

---

---

3

- --

---

- --

8

M e di o

55

4

-- -

---

8

---

3

- --

-- -

Medio

50

3

1

2

7

2

2

2

7

Medio

45

- --

---

-- -

6

1

- --

1

6

Medio

40

- --

-- -

1

-- -

- --

- --

-- -

Medio

35

- --

0

---

---

- --

- --

5

Medio

30

2

-- -

- --

---

- --

---

4

M e di o

25

---

- --

- --

-- -

1

-- -

- --

M e di o

20

---

- --

0

0

---

0

3

M e di o

15

1

- --

- --

3

- --

-- -

-- -

- --

M e di o

10

-- -

- --

- --

2

- --

-- -

-- -

2

Bajo

5

---

- --

- --

1

- --

0

-- -

1

Bajo

1

0

- --

- --

0

- --

---

-- -

0

Bajo

N

2370

2370

2370

2370

2370

2370

2370

2370

N

Media

4.18

1.18

2.92

8. 28

2.61

2.78

2.51

7.90

M e di a

3.09 6

1.316

2.987

5.715

2.743

1.859

2.6 0 4

5.8 4 0

Mínimo

0

0

0

0

0

0

0

0

Mínimo

Máximo

21

6

15

35

18

9

15

37

M á xi m o

Desviación estándar

118

Puntajes directos: subescala de los estilos parentales del padre

5 4



Tabla 18 Baremos de la Escala de Estilos Parentales para la costa (Tacna, Lima, Trujillo y Tumbes)

Percentiles




Ab

So

In

ET

Ab

So

In

ET

99

14 -21

5-6

13 -15

27- 42

11-18

8 -9

9 -15

24 - 42

Alto

95

9 -13

4

8 -12

19 -26

8 -10

6 -7

6 -8

17-23

Alto

90

7- 8

3

6 -7

15 -18

6 -7

5

- --

13 -16

Alto

85

- --

- --

5

12-14

5

- --

4 -5

11-12

M e di o

80

6

- --

- --

10 -11

-- -

- --

- --

10

M e di o

75

5

2

4

---

4

4

3

9

M e di o

70

-- -

- --

- --

9

-- -

- --

- --

- --

M e di o

65

---

- --

3

8

3

- --

- --

8

M e di o

60

4

- --

- --

7

-- -

- --

2

- --

M e di o

55

-- -

- --

- --

-- -

-- -

3

- --

7

M e di o

50

3

1

2

6

2

2

1

6

M e di o

45

---

- --

1

5

- --

- --

5

M e di o

40

2

- --

- --

-- -

1

- --

- --

- --

M e di o

35

-- -

0

- --

4

-- -

- --

- --

- --

M e di o

30

-- -

- --

- --

-- -

-- -

- --

- --

4

M e di o

25

---

- --

0

3

-- -

1

0

- --

M e di o

20

1

- --

- --

-- -

-- -

- --

- --

3

M e di o

15

-- -

- --

- --

2

0

- --

- --

- --

M e di o

10

-- -

- --

- --

1

-- -

- --

- --

2

Bajo

5

-- -

- --

- --

0

---

0

- --

1

Bajo

1

-- -

- --

- --

-- -

-- -

- --

- --

0

Bajo

N

6 62

6 62

6 62

6 62

6 62

662

662

6 62

N

Media

3.60

1.12

2.4 4

7.15

2.53

2.6 6

1.86

7.05

Media


3.023

1.247

2.744

5.897

2.501

1.6 46

2.124

4.932

Mínimo

0

0

0

0

0

0

0

0

Mínimo

Máximo

21

6

15

41

16

9

13

30

Máximo


119


Tabla 19 Baremos de la Escala de Estilos Parentales para la sierra (Huanta, Cerro de Pasco, Cusco, Huánuco, Huaraz, Huara z, Huancavelica y Huancayo)

Percentiles

120




Ab

So

In

ET

Ab

So

In

ET

99

16 -21

6

14 -15

33 3 3 - 42

13 -18

8 -9

12-15

30 - 42

Alto

95

12-15

4-5

9 -13

23 -32

8 -12

7

8 -11

23 -29

Alto

90

11

-- -

8

21-22

7

-- -

7

18 -22

Alto

85

8 -10

3

7

18 -20

6

6

6

14 -17

M e di o

80

7

-- -

6

14 -17

5

5

5

12-13

M e di o

75

6

-- -

5

12-13

4

- --

-- -

11

M e di o

70

- --

---

- --

11

- --

4

4

10

M e di o

65

5

2

4

9 -10

- --

- --

---

9

Medio

60

- --

- --

-- -

- --

3

- --

3

-- -

Medio

55

4

- --

3

8

-- -

- --

---

-- -

Medio

50

3

1

2

7

2

3

2

8

Medio

45

- --

- --

-- -

6

---

2

---

7

Medio

40

- --

- --

1

- --

1

- --

---

6

Medio

35

- --

0

-- -

-- -

-- -

-- -

1

-- -

Medio

30

2

- --

---

5

---

---

- --

5

Medio

25

-- -

---

-- -

4

---

1

- --

4

M e di o

20

-- -

-- -

- --

---

0

- --

- --

- --

M e di o

15

1

-- -

0

3

- --

- --

0

3

M e di o

10

-- -

-- -

- --

2

- --

- --

- --

2

Bajo

5

0

---

- --

0 -1

- --

0

---

1

Bajo

1

- --

-- -

- --

- --

- --

- --

-- -

0

Bajo

N

1216

1216

1216

1216

1216

1216

1216

1216

N

M e di a

4.56

1.31

3.24

9.11

2.82

2.9 8

2.87

8.6 6

M e di a


3.710

1.379

3.111

7.28 4

2.927

2.0 08

2.770

6.35 5

Mínimo

0

0

0

0

0

0

0

0

Mínimo

M á xi m o

21

6

15

42

18

9

15

37

M á xi m o



Tabla 20 Baremos de la Escala de Estilos Parentales para la selva (Bagua Grande, Moyobamba y Pucallpa)

Percentiles




Ab

So

In

ET

Ab

So

In

ET

99

16 -21

5-6

12-15

30 - 42

12-18

8 -9

12-15

30 - 42

Alto

95

9 -15

-- -

9 -11

19 -29

7-11

6 -7

8 -11

18 -29

Alto

90

7- 8

3-4

7- 8

15 -18

5-6

5

6 -7

14 -17

Alto

85

6

-- -

6

12-14

- --

- --

5

11-13

M e di o

80

---

2

5

11

4

4

- --

10

M e di o

75

5

-- -

- --

10

- --

- --

4

- --

M e di o

70

---

---

4

9

3

- --

- --

9

M e di o

65

- --

---

- --

8

- --

- --

3

8

M e di o

60

4

---

3

- --

- --

3

---

-- -

M e di o

55

- --

- --

- --

7

2

- --

---

7

Medio

50

3

1

2

6

1

2

2

6

Medio

45

2

0

-- -

5

-- -

---

1

---

Medio

40

- --

- --

1

-- -

-- -

-- -

-- -

5

Medio

35

-- -

- --

-- -

4

-- -

-- -

- --

4

Medio

30

-- -

-- -

-- -

-- -

-- -

1

- --

- --

M e di o

25

1

-- -

---

3

0

---

0

- --

M e di o

20

-- -

-- -

0

-- -

- --

-- -

- --

3

M e di o

15

-- -

-- -

- --

2

- --

- --

- --

2

M e di o

10

0

-- -

- --

1

- --

- --

-- -

-- -

Bajo

5

- --

-- -

- --

0

- --

0

---

1

B aj o

1

- --

- --

- --

- --

- --

- --

-- -

0

B aj o

N

492

492

492

492

492

492

492

492

N

M e di a

3.56

.9 6

2.78

7.29

2. 22

2.46

2.5 0

7.17

M e di a


3.0 47

1.208

2.8 93

5.927

2.53 0

1.68 4

2.6 02

5.376

Mínimo

0

0

0

0

0

0

0

0

Mínimo

M á xi m o

18

6

15

34

16

9

14

36

Máximo


121

Escala de Estilos Parentales Mops - Matalinares

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